企業(yè)金融化與成本粘性

孫建強　張婧

【摘要】以2010 ～ 2019年我國滬深A股非金融類上市公司為樣本， 探究企業(yè)金融化與成本粘性之間的關系。 結果表明， 企業(yè)金融化對成本粘性具有抑制作用。 這種抑制作用在融資約束弱、套利動機強、國有企業(yè)以及盈利能力弱的樣本中顯著， 說明企業(yè)傾向套利動機與傾向保值動機的金融化行為對成本粘性的影響存在異質性， 并且企業(yè)的套利動機越強， 其金融化與成本粘性之間的負向關系越顯著， 該結論從成本粘性的角度驗證了套利型金融投資具有“擠出”效應。 進一步檢驗作用機制發(fā)現(xiàn)， 企業(yè)金融化通過降低調整成本、抑制管理層樂觀預期、緩解代理問題來降低成本粘性。 基于供給側結構性改革的分組檢驗表明， 該抑制作用主要體現(xiàn)在供給側結構性改革前， 在供給側結構性改革后不存在。 “一帶一路”倡議相關檢驗表明， 該倡議有利于降低成本粘性， 但并不是通過加劇金融化來降低成本粘性。

【關鍵詞】企業(yè)金融化;成本粘性;資源配置;“擠出”效應;供給側結構性改革;“一帶一路”倡議

【中圖分類號】F234? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2021）22-0069-9

一、引言

近年來， 我國經濟進入結構轉型期， 原有增長動力衰退、有效需求不足以及社會生產成本上升導致的外需疲軟等眾多挑戰(zhàn)無不增加了我國經濟的發(fā)展壓力， 實體經濟活力不再， 普遍發(fā)展困難。 與此同時， 金融與房地產行業(yè)相較于實體經濟始終保持著高額的資本回報率， 吸引大量資本涌入， 導致虛擬經濟膨脹以及實體經濟有效投資不足， 即經濟的“金融化”現(xiàn)象， 微觀上表現(xiàn)為非金融企業(yè)的金融化[1] 。 本文參考Demir[2] 的研究， 將企業(yè)金融化定義為實體企業(yè)將資金配置于虛擬程度較高的金融資產（包括房地產等具有投資屬性的商品）。

經濟金融化會催生資產泡沫， 使市場主體經濟行為發(fā)生扭曲， 加劇產業(yè)空心化。 其產生的一個重要原因是虛擬經濟變動與實體經濟響應之間存在“時滯”： 以金融業(yè)為代表的虛擬部門通常是快變量， 憑借高度的虛擬性， 能夠緊跟經濟形勢、政策風向的變動， 迅速做出反應與調整; 而以產業(yè)為代表的實體部門通常是慢變量， 調整與響應周期較長。 二者之間的“時滯”加劇了企業(yè)的金融化。

“粘性”的概念最早來自經濟學領域， 是指一個變量的變化較為緩慢。 成本粘性通常被視為企業(yè)成本管理不力、資源配置效率低下的一種表現(xiàn)， 其會影響企業(yè)的經營業(yè)績與盈余。 成本粘性產生的原因主要是企業(yè)更多地考慮長期成本的降低， 而不考慮短期內成本的變動。

企業(yè)金融化在一定程度上是對短期利潤的追求， 其短視行為將影響管理者對成本的滯后調整。 同時， 企業(yè)減少對生產經營的投入， 必定會對生產成本造成影響。 但是， 企業(yè)金融化既可能表示企業(yè)整體經營管理不佳從而成本粘性較高， 也可能是資源配置的一種替代關系從而降低成本粘性。 因此， 企業(yè)金融化究竟會加劇成本粘性還是抑制成本粘性， 是本文探討的主要問題。 同時， 本文基于企業(yè)金融化“蓄水池”理論和“投資替代”理論[2-4] ， 探討不同的金融化動機對成本粘性的異質性影響。

相較于已有文獻， 本文可能的貢獻與價值在于： 第一， 擴展了金融化相關研究。 以往關于企業(yè)金融化經濟后果的研究主要是從創(chuàng)新能力、經營業(yè)績、企業(yè)價值、生產效率、股價崩盤風險和違約風險等角度展開的， 而成本粘性指標是從成本角度對企業(yè)經營管理效果的衡量， 本文基于成本角度對相關研究進行了補充。 第二， 為企業(yè)降低成本粘性提供了新視角。 現(xiàn)有關于經濟環(huán)境與成本粘性關系的研究主要是從宏觀經濟環(huán)境、貨幣政策等角度展開討論， 而金融化作為宏觀經濟的微觀表現(xiàn)， 反映了企業(yè)的金融資產配置情況， 與成本粘性反映的經營資源配置有密切聯(lián)系， 卻鮮有文獻進行探討。 第三， 本文對二者之間可能存在的沖突性假說提供了檢驗證據(jù)。 同時， 本文還具有一定的現(xiàn)實意義。 一方面， 實體企業(yè)是經濟的根基， 經濟金融化對實體企業(yè)發(fā)展具有怎樣的影響？ 如何更好地發(fā)揮金融服務能力？ 本文從成本粘性角度進行了探討。 另一方面， 金融化與成本粘性都是企業(yè)生產經營過程中需要防范的問題， 探討二者之間的關系， 有利于管理者進行權衡， 綜合考慮， 從而提高企業(yè)業(yè)績。

二、理論分析與研究假設

（一）企業(yè)金融化對成本粘性的抑制作用

傳統(tǒng)的成本性態(tài)理論下， 成本變化在業(yè)務量上升和下降時呈對稱性變化。 而通過對現(xiàn)實企業(yè)的觀察卻發(fā)現(xiàn)成本在業(yè)績下滑時的縮減幅度通常小于業(yè)績提升時的增加幅度。 Anderson等[5] 首先證明了成本的非對稱性變動， 并稱之為“成本粘性”。 孫錚和劉浩[6] 證明了我國上市公司存在費用粘性， 并且高于美國企業(yè)。 關于成本粘性的形成機制， 現(xiàn)有研究聚焦于調整成本、管理者樂觀預期和代理問題三種觀點。 調整成本理論認為， 管理者會綜合比較資源調整成本和冗余資源閑置成本， 從而對是否改變資源配置做出適當?shù)呐袛啵?當管理者認為相較于保留冗余資源， 進行資源調整會產生更高的費用時， 通常不會隨著業(yè)務量的下降馬上降低資源投入， 從而導致成本粘性[7] 。 管理者樂觀預期理論認為， 如果管理者對企業(yè)未來發(fā)展態(tài)勢呈樂觀態(tài)度， 認為企業(yè)業(yè)績下滑是暫時的， 此時將不會對重置成本高于處置收益的資產做出削減決策， 從而造成成本粘性[8] 。 代理理論認為， 管理者為了滿足自身利益會采取不利于資源有效配置的行為， 從而增加成本粘性[9] 。而企業(yè)金融化恰好可以通過降低調整成本、抑制管理者樂觀預期、緩解代理問題來降低成本粘性。

1. 企業(yè)金融化有助于降低調整成本。 第一， 作為一種替代收益， 企業(yè)在業(yè)務量下降時更有動機削減投入， 因為由此減少的成本可以投向金融資產， 以彌補調整成本帶來的部分損失。 同時， 金融資產本身具有變現(xiàn)快、調整成本低的特點， 企業(yè)可以更加靈活地調用資金， 發(fā)揮預防性儲蓄功能， 不用因擔心業(yè)務量短暫下降而削減成本后沒有足夠的資金在業(yè)務量上升時及時補充。 第二， 在融資約束方面， 中國證監(jiān)會2017年發(fā)布的《發(fā)行監(jiān)管問答——關于引導規(guī)范上市公司融資行為的監(jiān)管要求》中， 將上市公司再融資與金融資產持有相掛鉤， 意即企業(yè)金融化可能面臨股權融資約束。 在銀行信貸融資方面， 企業(yè)的償債能力是銀行審查信貸資質的關鍵， 同時銀行會限制企業(yè)的貸款用途， 相較于固定資產等實物投資， 企業(yè)金融投資面臨更大的風險與更強的融資約束[10] 。 因此， 金融化程度高的企業(yè)由于面臨較強的融資約束， 向上調整資源的能力較弱， 成本粘性較低。 第三， 當前我國強調以創(chuàng)新引領企業(yè)的發(fā)展， 而創(chuàng)新投入需要一定的持續(xù)性以及較長的反應周期， 存在著一定的調整成本。 企業(yè)金融化會擠占用于技術創(chuàng)新的資源， 從而抑制企業(yè)技術創(chuàng)新水平[11] 。 韓嵐嵐[12] 的研究證明企業(yè)創(chuàng)新是導致成本粘性的原因之一， 因此， 金融化降低企業(yè)創(chuàng)新水平， 從而降低創(chuàng)新引致的調整成本。

2. 企業(yè)金融化有助于抑制管理者樂觀預期。 第一， 企業(yè)配置金融資產， 雖然可以獲得短期利益并提高資產流動性， 但已有研究表明企業(yè)金融化與生產效率、企業(yè)業(yè)績等負相關[3] ， 與違約風險正相關[13] 。 因此， 金融化程度高的企業(yè)往往被視為實體業(yè)績表現(xiàn)不佳、風險較高的企業(yè)。 第二， 財政部2017年修訂發(fā)布了一系列新金融工具相關會計準則， 規(guī)定采用三分類法， 按照業(yè)務管理模式和合同現(xiàn)金流量對金融資產進行入賬。 部分按照舊準則原先歸為可供出售金融資產的權益工具， 會因不滿足新準則下合同現(xiàn)金流量測試而被歸入交易性金融資產， 原先計入權益類的公允價值變動會計入損益， 增加企業(yè)利潤波動與不可預測性。 并且， 新規(guī)定的“預計損失法”使企業(yè)減值準備的計提頻率提高， 資產變動增大[14] 。 第三， 金融資產的收益往往與股票、債券等金融市場高度相關， 而金融市場通常具有高度的不確定性， 過度依賴金融資產獲利也將增加企業(yè)的經營風險。 第四， 銀行考慮到較高的金融風險會降低信貸配給， 監(jiān)管部門也會對此重點關注。 這些都將降低管理者對未來的樂觀預期， 從而降低成本粘性。

3. 企業(yè)金融化有助于緩解代理問題。 第一， Jensen的“自由現(xiàn)金流假說”認為， 企業(yè)留存過多的現(xiàn)金儲備會增加管理層謀取私利的可能性。 企業(yè)將資金投入金融資產不僅可使企業(yè)的資金利用效率提高， 獲得投資收益， 還能減少管理者謀取私利的機會， 從而降低代理成本。 第二， 金融資產靈活性高， 通常能夠以較低的成本及時變現(xiàn)， 在企業(yè)面臨融資約束和投資不足時， 其作為一種低調整成本的資金配置工具， 能夠發(fā)揮金融服務實體功能， 助力企業(yè)主業(yè)發(fā)展， 增加公司價值， 使經理人與股東同時獲利， 降低管理層與股東之間因業(yè)績不佳而發(fā)生代理沖突的可能性。 第三， 企業(yè)金融化使企業(yè)的經濟行為發(fā)生扭曲， 治理結構也相應改變。 金融化下企業(yè)業(yè)績與資本市場股價波動密切相關， 管理層薪酬水平也隨之受到影響， 進而推動管理層自身利益與企業(yè)發(fā)展以及股東利益趨同， 降低代理成本。 第四， 企業(yè)持有金融資產會引致資本市場及相關機構對企業(yè)的監(jiān)管。 尤其是在新金融工具準則出臺后， 企業(yè)對金融資產的確認以及減值因素的考慮更加客觀與謹慎， 財務信息的穩(wěn)健性更高， 這有利于提高企業(yè)的會計信息披露質量， 降低股東與管理層之間的信息不對稱程度， 從而降低企業(yè)代理成本。

綜上所述， 企業(yè)金融化通過作用于調整成本、管理層樂觀預期和代理問題抑制企業(yè)成本粘性， 提高企業(yè)成本管理效率， 但同時意味著企業(yè)經營風險的加大以及對企業(yè)生產投入的擠出， 這提醒管理者在決策時需要綜合考慮企業(yè)金融化與成本粘性問題。 結合上述分析， 本文認為企業(yè)金融化與成本粘性之間為負相關關系。 因此， 提出如下假設：

H1： 企業(yè)金融化會抑制成本粘性， 同時加劇經營風險， 擠出生產投資。

（二）企業(yè)金融化動機與成本粘性

企業(yè)金融化的動機通常包括“蓄水池”動機與“替代”動機。 企業(yè)金融化的“蓄水池”理論認為， 企業(yè)將金融投資作為一種流動性儲備， 主要用來預防企業(yè)未預期的資金短缺[15] 。 如果企業(yè)的金融投資主要是利用富余的“閑散”資金， 旨在調節(jié)資金水平， 則不會影響企業(yè)對生產的投入， 因此對企業(yè)成本不產生影響， 也就不會“擠出”實體經濟。 同時， 其獲利可以起到反哺主業(yè)的作用， 拓寬企業(yè)融資渠道， 提高企業(yè)融資能力， 為公司的技術進步和生產效率提升提供資金支持。 此外， 企業(yè)的此類投資一般是出于保值動機， 而不是為了短期獲利， 管理者決策相對保守與穩(wěn)定， 對管理者產生短視決策的影響也較小。 因此， 若企業(yè)金融化是出于保值動機， 則其對成本粘性的影響較小。

“投資替代”理論認為， 資金天然逐利避險，故在金融市場繁榮時， 企業(yè)會傾向于將資金投入到金融資產而不是實體經濟[2] 中。 如果企業(yè)的金融投資主要考慮“替代”效應， 為追求金融投資收益不惜以犧牲自身經營業(yè)務的發(fā)展為代價， 表現(xiàn)為一種“非理性投機”， 則會造成對實體經濟的“擠出”。 其主要通過以下渠道影響成本粘性： 第一， 在市場套利動機的驅使下， 管理層會過度關注金融投資利潤， 甚至將其擺在決策首位， 影響金融投資在決策中的優(yōu)先順序。 管理者會在業(yè)務量上升時減少投入， 而在業(yè)務量下降時及時削減投入， 以便有更多的資金投入金融領域。 第二， 使企業(yè)放棄長期經營戰(zhàn)略轉而追逐短期利潤， 不利于主業(yè)的可持續(xù)發(fā)展， 也會使得企業(yè)資產泡沫化， 導致“非理性繁榮”， 增加企業(yè)融資約束程度， 從而在業(yè)務量上升時沒有足夠的融資能力支撐投入。 并且， 市場套利動機下的金融投資活動一般與企業(yè)長期戰(zhàn)略目標和競爭優(yōu)勢相脫離， 導致企業(yè)內部資源錯配、經營效率低下[15] 。 因此， 若企業(yè)金融化出于套利動機， 則對成本粘性的影響較大。 此時， 企業(yè)投入生產的資金減少， 表現(xiàn)為一種“擠出”效應。

根據(jù)上述分析， 本文認為企業(yè)金融化的動機對成本粘性的影響存在差異， 并且相較于保值動機， 企業(yè)套利動機下的金融化行為對成本粘性的影響更顯著。 因此， 提出如下假設：

H2： 企業(yè)傾向套利動機與傾向保值動機的金融化行為對成本粘性的影響存在異質性， 并且對于市場套利動機越強的企業(yè)而言， 其金融化與成本粘性之間的負向關系越顯著。

三、研究設計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

考慮到2008年金融危機的影響， 本文實際使用的數(shù)據(jù)期間始于2009年。 同時， 本文剔除了以下企業(yè)： ①ST以及退市企業(yè); ②金融類和房地產類公司; ③主要變量缺失的公司。 最終， 共得到19516個觀測值。 其中， 營業(yè)成本變動（LogCostR）和營業(yè)收入變動（LogIncomeR）指標涉及企業(yè)t-1期數(shù)據(jù)， 因此本文實際有效樣本區(qū)間為2010 ～ 2019年共10個年度。 本文相關數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫， 為控制極端值對結果的影響， 對所有連續(xù)變量進行了1%和99%分位的縮尾（Winsorize）處理。

（二）模型設計及變量定義

本文參考Anderson等[5] 以及梁上坤[16] 的研究， 設立回歸模型（1）檢驗企業(yè)金融化對成本粘性的影響。

式（1）中： 若α2顯著為負， 則說明存在成本粘性; 若α3顯著為正， 則說明企業(yè)金融化會抑制成本粘性， H1成立。

主要變量具體定義如下：

1. 被解釋變量。 營業(yè)成本變動（LogCostR）取企業(yè)當年營業(yè)成本與上年營業(yè)成本比值的自然對數(shù)。

2. 解釋變量。 對企業(yè)金融化程度（Fin）的衡量主要包括金融資產持有和金融活動獲利兩個方面。 本文借鑒彭俞超等[17] 的做法， 以金融資產占總資產的比重來衡量企業(yè)金融化程度。 其中， 金融資產包括交易性金融資產、衍生金融資產、可供出售金融資產凈額、持有至到期投資凈額、投資性房地產凈額以及長期股權投資凈額之和。

3. 控制變量。 參考Anderson等[5] 和梁上坤[16] 的研究， 本文選取的經濟因素變量（EconVariables）包括： ①收入連續(xù)下降（D_Decre）; ②經濟增長（Gdp）; ③員工密集度（Eintensity）; ④資產密集度（Aintensity）。 ConVariables表示其他控制變量， 具體變量及定義見表1。

四、實證結果分析

（一）主要變量描述性統(tǒng)計

根據(jù)表2， 營業(yè)成本變動（LogCostR）的均值為0.131， 營業(yè)收入變動（LogIncomeR）的均值為0.129。 這些統(tǒng)計值與劉慧龍等[18] 的發(fā)現(xiàn)比較接近， 初步印證了收入變動與成本變動的不對稱性。 企業(yè)金融化程度（Fin）的均值和中位數(shù)分別為0.067和0.030， 最小值和最大值分別是0和0.900， 說明我國上市公司普遍存在金融資產投資， 并且不同企業(yè)之間存在較大差異。 其他變量的取值均在合理范圍內。

（二）企業(yè)金融化與成本粘性的回歸結果分析

表3報告了企業(yè)金融化與成本粘性的回歸結果。 列（1）中的變量僅包括營業(yè)收入變動（LogIncomeR）和營業(yè)收入變動與收入下降的交乘項（LogIncomeR×D）。 列（2）在列（1）的基礎上加入經濟因素變量、其他控制變量， 結果顯示， LogIncomeR的系數(shù)為0.973， LogIncomeR×D的系數(shù)為-0.214， 都在1%的水平上顯著。 這說明營業(yè)收入每減少1%時營業(yè)成本的減少小于營業(yè)收入每增加1%時營業(yè)成本的增加， 即上市公司成本存在一定的粘性。 列（3）進一步引入企業(yè)金融化程度（Fin）及其與成本粘性的交乘項（LogIncomeR×D×Fin）， 未控制經濟因素變量與其他控制變量， 交乘項的系數(shù)在5%的水平上顯著為正， 列（4）加入了控制變量后， 系數(shù)在1%的水平上顯著為正， 說明企業(yè)金融化會抑制成本粘性， H1得到驗證。

（三）企業(yè)金融化動機異質性檢驗： 保值VS套利

為進一步驗證企業(yè)金融化到底是出于未來中長期增長的考慮還是當前利潤改善的短期目的， 即保值動機還是套利動機， 本文構建融資約束變量、投機動機程度變量， 并且根據(jù)產權差異和盈利能力差異進行分組檢驗。

企業(yè)金融化的動機在融資約束程度不同的企業(yè)中存在差異。 若企業(yè)的融資約束程度較高， 難以從外部融入企業(yè)發(fā)展所需資金， 通常會出于預防性儲蓄動機配置金融資產; 若企業(yè)受到的融資約束較少， 資金獲取相對便利， 或者不必過多擔心資金的缺乏， 風險承受能力較強， 則會有更強的動機投資于短期套利型金融資產。 因此， 融資約束可以很好地衡量企業(yè)金融化的動機[19] 。 本文構建SA指數(shù)來計算融資約束， 具體算法為： SA=-0.737Size+0.043Size2-0.04Age。 并且， 根據(jù)SA指標的中位數(shù)將樣本分成兩組進行檢驗。 表4中第（1）和（2）列結果顯示， 在低融資約束樣本中LogIncomeR×D×Fin的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正， 而在高融資約束樣本中不顯著， 說明企業(yè)金融化主要是出于投機套利動機。

為直接檢驗企業(yè)金融化動機對成本粘性影響的異質性， 本文借鑒戚聿東等[1] 的做法， 用金融資產獲利占凈利潤的比重構建衡量企業(yè)金融資產套利動機強弱的虛擬變量。 具體計算方法為： 套利動機=（投資收益+公允價值變動損益）/凈利潤， 并分行業(yè)分年度計算中位數(shù)， 大于中位數(shù)為套利動機強組， 反之為套利動機弱組。 表4中第（3）和（4）列結果顯示， 在套利動機強的樣本中LogIncomeR×D×Fin的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正， 而在套利動機弱的樣本中不顯著， 說明企業(yè)金融化主要是出于套利動機。

企業(yè)金融化動機與企業(yè)獲取資金的能力有關。 大型國有企業(yè)的先天優(yōu)勢使其很容易從資本市場或其他渠道籌集生產經營所需的資金， 并且自身主業(yè)的潛力相對較低， 金融投資的投機動機更為強烈[11，17] 。 本文按照產權性質進行分組檢驗， 表4中第（5）和（6）列結果顯示， 在國有企業(yè)組中LogIncomeR×D×Fin的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正， 而在非國有企業(yè)組中不顯著， 說明企業(yè)金融化主要是出于套利動機。

企業(yè)金融化動機與自身盈利能力有關。 盈利能力較強的企業(yè)進行金融投資會面臨較高的機會成本; 反之， 盈利能力較弱的企業(yè)利用金融投資進行套利的機會成本較低， 投機套利動機較強[19] 。 本文以ROA指標衡量企業(yè)盈利能力， 按照中位數(shù)進行分組檢驗。 表4中第（7）和（8）列結果顯示， 在盈利能力弱的樣本中LogIncomeR×D×Fin的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正， 而在盈利能力強的樣本中不顯著， 說明企業(yè)金融化主要是出于套利動機。

綜上， 從融資約束程度、套利動機程度、產權性質和盈利能力等角度分樣本討論發(fā)現(xiàn)， 企業(yè)傾向套利動機與傾向保值動機的金融化行為對成本粘性的影響存在異質性， 并且對于市場套利動機越強的企業(yè)而言， 其金融化程度與成本粘性之間的負向關系越顯著， H2得到驗證。

五、進一步討論與穩(wěn)健性檢驗

（一）作用機制檢驗

為檢驗企業(yè)金融化影響成本粘性的具體作用機制， 本文參考Chen等[9] 的研究方法， 對樣本進行分組檢驗。

1. 調整成本路徑檢驗。 Williamson于1988年指出， 具有特定用途的專用性資產變現(xiàn)時面臨更大的價值減損， 調整成本較高。 本文借鑒王竹泉等[15] 的研究， 構建資產專用性指標， 用固定資產凈值、工程物資、在建工程與長期待攤費用之和與總資產之比進行衡量， 并按照中位數(shù)進行分組檢驗， 表5報告了回歸結果。 其中第（1）列顯示， 在資產專用性高的樣本中， LogIncomeR×D×Fin的系數(shù)在5%的水平上顯著為正， 而在資產專用性低的樣本中不顯著， 說明企業(yè)金融化通過降低調整成本來降低成本粘性。 此外， 融資約束與成本粘性之間存在顯著的負相關關系[20] ， 當企業(yè)面臨的融資約束較少時， 企業(yè)能夠以較低的成本籌集到資金， 因此在業(yè)務量上升時傾向于增加資源投入， 而在業(yè)務量下降時不必急于處置冗余資源來對資金進行補充， 此時會加劇企業(yè)成本粘性。 如果企業(yè)金融化通過降低業(yè)務量上升時向上的資源投入， 增加業(yè)務量下降時對資源的減少， 則這一作用應該在融資約束弱的企業(yè)中更顯著。 因此， 表4中第（1）和（2）列的結果證明了調整成本路徑。

2. 管理者樂觀預期路徑檢驗。 管理者對企業(yè)的預期受歷史業(yè)績的影響， 為檢驗企業(yè)金融化是否通過降低管理者樂觀預期來降低企業(yè)成本粘性， 本文借鑒李糧和趙息[21] 的做法， 構建收入連續(xù)下降虛擬變量， 通過前兩期銷售收入的變化趨勢來衡量管理者對未來業(yè)務量的預期傾向。 當前兩期營業(yè)收入均下降時， 表示管理者對當期業(yè)務量的預期非常悲觀; 反之， 管理者會認為收入下降是暫時的， 及時削減資源會帶來更高的機會成本。 因此， 若管理者樂觀預期路徑成立， 則這一作用應該在收入并非連續(xù)下降的樣本中顯著。 由于在收入連續(xù)下降的樣本中， LogIncomeR×D會由于多重共線性而缺失， 本文借鑒劉嫦等[22] 的做法， 在模型中引入收入連續(xù)下降交乘項（LogIncomeR×D×Fin×D_Decre）， 表5報告了回歸結果。 其中第（3）列顯示， 在收入非連續(xù)下降樣本中LogIncomeR×D×Fin的系數(shù)在5%的水平上顯著為正。 第（4）列中引入的收入連續(xù)下降交乘項的系數(shù)不顯著， 說明企業(yè)金融化通過降低管理層樂觀預期來降低成本粘性。

3. 代理問題路徑檢驗。 代理問題是導致成本粘性的原因之一。 兩權分離度和管理層持股可較好地反映公司的代理問題。 為檢驗企業(yè)金融化是否通過緩解代理問題降低企業(yè)成本粘性， 本文借鑒劉慧龍等[18] 的做法， 構建管理層持股以及兩權分離虛擬變量進行分組檢驗。 若企業(yè)金融化與成本粘性之間的代理問題路徑成立， 則這一作用應該在管理層不持股和兩權分離度高的樣本中顯著， 表5報告了回歸結果。 其中第（6）列和第（8）列顯示， 在管理層不持股和兩權分離度高的樣本中， LogIncomeR×D×Fin的系數(shù)都在5%的水平上顯著為正， 而在管理層持股和兩權分離度低的樣本中都不顯著， 說明代理問題路徑成立。

（二）基于相關政策的進一步檢驗

1. 供給側結構性改革、企業(yè)金融化與成本粘性。 供給側結構性改革作為一項重要的制度措施， 會對企業(yè)的金融與生產投資決策產生重要影響， 由此導致企業(yè)金融化與成本粘性的關系在改革前后可能存在明顯差別。 產能過剩、生產成本上升以及有效需求不足等原因會加劇企業(yè)的金融化趨勢， 而2015年中央經濟工作會議提出推行“供給側結構性改革”， “三去一降一補”措施可以有效解決上述問題， 緩解經濟“脫實向虛”。 供給側結構性改革后， 企業(yè)金融化的動機相對減弱， 由此對成本粘性的抑制作用將顯著減弱。 因此， 我們預測企業(yè)金融化對成本粘性的抑制作用應該在供給側結構性改革前更為明顯。 本文以2016年為供給側結構性改革元年， 將樣本數(shù)據(jù)分成供給側結構性改革前組（2010 ～ 2015年）和供給側結構性改革后組（2016 ～ 2019年）， 使用模型（1）進行分組檢驗。

表6的回歸結果顯示， 在供給側結構性改革前， 企業(yè)金融化對成本粘性的抑制作用在1%的水平上顯著， 而在供給側結構性改革后不顯著， 表明供給側結構性改革后金融化對成本粘性不再具有抑制作用， 驗證了上述預測。 同時， 從上文分析可知， 企業(yè)金融化主要出于套利動機， 不利于企業(yè)自身以及社會經濟的發(fā)展。 因此， 供給側結構性改革對企業(yè)“去金融化”， 實現(xiàn)經濟高質量發(fā)展具有積極作用。

2. “一帶一路”倡議、企業(yè)金融化與成本粘性。 “一帶一路”倡議為研究企業(yè)金融化與成本粘性之間的關系提供了一個優(yōu)越的制度場景。 2013年我國正式明確“一帶一路”倡議， 旨在通過區(qū)域間的協(xié)調合作， 有效促進經濟要素有序自由流動， 提高資源配置效率和推動市場深度融合， 助力經濟高質量發(fā)展。 因此， “一帶一路”倡議實施后， 企業(yè)優(yōu)質投資機會增多， 投資效率提高， 金融化動機減弱。 同時， 投資效率的提高會促使企業(yè)將成本粘性導致的冗余資源投入效率更高的項目， 優(yōu)化企業(yè)成本管理。 因此， “一帶一路”倡議有助于降低企業(yè)成本粘性， 且企業(yè)金融化與成本粘性之間的抑制作用應該在倡議實施前更顯著。

本文參考趙璨等[23] 的做法， 構建雙重差分模型來檢驗“一帶一路”倡議對成本粘性的影響， 如公式（2）所示。

同時， 參考梁上坤[16] 的研究設計， 根據(jù)企業(yè)是否受“一帶一路”倡議影響進行分組檢驗。 其中， 對于實驗組和對照組的選擇， 本文參考王桂軍和盧瀟瀟[24] 的做法， 將“一帶一路”沿線的18個省份界定為重點省份， 其他省份則為非重點省份。 注冊地址在重點省份的上市公司為實驗組， Treat取1; 注冊地址在非重點省份的上市公司為對照組， Treat取0。 同時， 確定2014年為沖擊時間， 觀測年份處于2014 ～ 2019年則Post為1， 處于2010 ～ 2013年則Post為0。 根據(jù)上述原則， 并且以2014年為比較基期， 采用回歸法進行平行趨勢檢驗， 結果顯示政策沖擊前各年度估計系數(shù)不顯著， 符合平行趨勢檢驗。 表7報告了回歸結果， 其中第（1）和（2）列顯示， 企業(yè)金融化對成本粘性的抑制作用在“一帶一路”倡議實施前顯著， 而在倡議實施后不再顯著。 第（3）列雙重差分模型的回歸結果表明， “一帶一路”倡議有利于降低成本粘性。 綜合考慮以上兩個結果可知， “一帶一路”倡議的實施降低了企業(yè)成本粘性， 提高了閑置資源的配置效率， 但并不是通過加劇企業(yè)金融化來抑制成本粘性， 因為二者之間的關系在倡議實施后不再顯著。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為了保證研究結果的穩(wěn)定， 本文進行了如下穩(wěn)健性檢驗：

1. 改變指標計算方式。 考慮到企業(yè)金融獲利受金融市場波動的影響較大， 企業(yè)自身難以控制[25] ， 本文變換企業(yè)金融化程度衡量指標， 用金融活動利潤占比作為穩(wěn)健性檢驗變量， 具體公式為： 金融活動利潤=（投資收益+公允價值變動收益+匯兌收益）/利潤總額。 表8中列（1）列示了回歸結果， 交乘項的系數(shù)依然顯著為正， 結果穩(wěn)健。

2. 子樣本回歸。 財政部2017年修訂發(fā)布的一系列新金融工具相關會計準則規(guī)定， 除部分涉及境外上市的企業(yè)外， 其他境內上市企業(yè)于2019年開始實施新金融工具準則。 新準則對金融工具的計量方式與原準則有較大不同， 為盡量控制準則變動對企業(yè)金融化程度指標的影響， 本文剔除2019年的觀測值進行檢驗。 表8中列（2）列示了回歸結果， 交乘項的系數(shù)依然顯著為正， 結果穩(wěn)健。

3. 金融化動機異質性檢驗。 為檢驗企業(yè)金融化不同動機相關結論是否穩(wěn)健， 本文借鑒王紅建等[19] 的研究， 根據(jù)流動性將金融資產分為兩類： 交易性金融資產與可供出售金融資產（Fin_bz）在金融資產中的流動性較強， 轉換成本較低， 企業(yè)持有這兩種資產主要是出于保值動機; 而投資性房地產與長期股權投資（Fin_tl）的流動性相對較弱， 轉換成本較高， 企業(yè)持有這兩種資產主要是出于套利動機。 表8中第（3）和（4）列的回歸結果顯示， 保值動機下交乘項的系數(shù)不顯著， 而套利動機下交乘項的系數(shù)顯著為正， 結果穩(wěn)健。

六、結論與啟示

（一）結論

本文以2010 ～ 2019年我國A股上市公司為樣本， 考察了企業(yè)金融化與成本粘性的關系。 研究顯示， 企業(yè)金融化對成本粘性具有顯著的抑制作用， 并且該抑制作用在市場套利動機下更顯著， 這一結論從成本粘性角度證明了企業(yè)基于套利動機的金融化行為“擠出”了企業(yè)對生產經營的投入。 進一步檢驗其作用機制發(fā)現(xiàn)， 企業(yè)金融化通過降低調整成本、抑制管理層樂觀預期、緩解委托代理問題來抑制成本粘性。 考慮國家供給側結構性改革以及“一帶一路”倡議的政策效應發(fā)現(xiàn)， 相關政策對緩解企業(yè)“脫實向虛”以及降低成本粘性存在積極作用。

（二）啟示

本文的研究啟示在于： 第一， 企業(yè)金融化雖然會加劇經營風險， 但可以降低成本粘性， 同時這也在一定程度上意味著對經營投資的“擠出”。 企業(yè)應結合自身情況， 綜合考量企業(yè)金融化與成本粘性對自身的影響， 尋找金融化與成本粘性之間的均衡， 處理好金融投資與經營投資之間的關系。 需要指出的是， 企業(yè)金融化的套利動機對成本粘性的影響更大， 說明我國現(xiàn)階段經濟“脫實向虛”問題嚴重。 為實現(xiàn)經濟“脫虛向實”， 防范金融化過程中的投機套利問題， 需要大力引導實體企業(yè)回歸主業(yè)， 進行科學的成本管理， 同時優(yōu)化金融投資結構， 使“蓄水池”效應在金融投資中占據(jù)主導地位。 第二， 企業(yè)金融化與成本粘性水平是公司為追求價值最大化目標而采取的主動性決策， 體現(xiàn)了管理者對企業(yè)的價值判斷， 對企業(yè)發(fā)展并非都是消極作用， 應理性看待。 尤其是在經濟“脫實向虛”嚴重時， 保持必要的成本粘性可能是不可避免的。 因此， 適度金融化與適度成本粘性可能是公司未來值得探索的問題。 第三， 本文研究發(fā)現(xiàn)供給側結構性改革以及“一帶一路”倡議等對緩解企業(yè)金融化、降低成本粘性存在積極作用， 因此政府應繼續(xù)深化供給側結構性改革以及“一帶一路”倡議， 企業(yè)也要積極響應， 從而提高社會整體經濟發(fā)展質量。

【 主 要 參 考 文 獻 】

[1] 戚聿東，張任之.金融資產配置對企業(yè)價值影響的實證研究[ J].財貿經濟，2018（5）：38 ～ 52.

[2] Demir F.. Financial liberalization， private investment and portfolio choice： Financialization of real sectors in emerging markets[ J].Journal of Development Economics，2008（2）：314 ～ 324.

[3] 杜勇，張歡，陳建英.金融化對實體企業(yè)未來主業(yè)發(fā)展的影響：促進還是抑制[ J].中國工業(yè)經濟，2017（12）：113 ～ 131.

[4] 胡奕明，王雪婷，張瑾.金融資產配置動機：“蓄水池”或“替代”？——來自中國上市公司的證據(jù)[ J].經濟研究，2017（1）：181 ～ 194.

[5] Anderson M. C.， Banker R. D.， Janakiramanj S. N.. Are selling， general， and administrative costs "sticky"？[ J].Journal of Accounting Research，2003（1）：47 ～ 63.

[6] 孫錚，劉浩.中國上市公司費用“粘性”行為研究[ J].經濟研究，2004（12）：26 ～ 34 +84.

[7] 梁上坤，張夢婷.貨幣政策、融資約束與公司成本粘性[ J].金融學季刊，2015（2）：26 ～ 60.

[8] Banker R.， Ciftci M.， Mashruwala R.. Managerial optimism and cost behavior[Z].Social Science Electronic Publishing，2011.

[9] Chen C. X.， Hai L. U.， Sougiannis T.. The agency problem， corporate governance， and the asymmetrical behavior of selling， general， and administrative costs[ J].Contemporary Accounting Research，2012（1）：252 ～ 282.

[10] 付文林， 趙永輝.稅收激勵、現(xiàn)金流與企業(yè)投資結構偏向[ J].經濟研究，2014（5）：19 ～ 33.

[11] 段軍山，莊旭東.金融投資行為與企業(yè)技術創(chuàng)新——動機分析與經驗證據(jù)[ J].中國工業(yè)經濟，2021（1）：155 ～ 173.

[12] 韓嵐嵐.創(chuàng)新投入、內部控制與成本粘性[ J].經濟與管理研究，2018（10）：131 ～ 144.

[13] 鄧路，劉歡，侯粲然.金融資產配置與違約風險：蓄水池效應，還是逐利效應？[ J].金融研究，2020（7）：172 ～ 189.

[14] 張宇涵.新金融工具準則主要變動及其影響[ J].時代金融，2020（15）：11 ～ 12.

[15] 王竹泉，段丙蕾，王苑琢，陳冠霖.資本錯配、資產專用性與公司價值——基于營業(yè)活動重新分類的視角[ J].中國工業(yè)經濟，2017（3）：120 ～ 138.

[16] 梁上坤.機構投資者持股會影響公司費用粘性嗎？[ J].管理世界，2018（12）：133 ～ 148.

[17] 彭俞超，韓珣，李建軍.經濟政策不確定性與企業(yè)金融化[ J].中國工業(yè)經濟，2018（1）：137 ～ 155.

[18] 劉慧龍，齊云飛，王成方.金字塔集團不同層級公司成本粘性差異及其成因的實證分析[ J].會計研究，2017（7）：82 ～ 88+97.

[19] 王紅建，曹瑜強，楊慶，楊箏.實體企業(yè)金融化促進還是抑制了企業(yè)創(chuàng)新——基于中國制造業(yè)上市公司的經驗研究[ J].南開管理評論，2017（1）：155 ～ 166.

[20] 江偉，胡玉明，曾業(yè)勤.融資約束與企業(yè)成本粘性——基于我國工業(yè)企業(yè)的經驗證據(jù)[ J].金融研究，2015（10）：133 ～ 147.

[21] 李糧，趙息.公司高管樂觀預期對費用粘性的影響研究[ J].北京理工大學學報（社會科學版），2013（6）：64 ～ 69+76.

[22] 劉嫦，孫洪鋒，李麗丹.財務柔性是否強化了公司的成本粘性？[ J].中央財經大學學報，2020（8）：61 ～ 72.

[23] 趙璨，曹偉，姚振曄，王竹泉.“互聯(lián)網+”有利于降低企業(yè)成本粘性嗎？[ J].財經研究，2020（4）：33 ～ 47.

[24] 王桂軍，盧瀟瀟.“一帶一路”倡議與中國企業(yè)升級[ J].中國工業(yè)經濟，2019（3）：43 ～ 61.

[25] 謝富勝，匡曉璐.制造業(yè)企業(yè)擴大金融活動能夠提升利潤率嗎？——以中國A股上市制造業(yè)企業(yè)為例[ J].管理世界，2020（12）：13 ～ 28.